Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài tới bất bình đẳng thu nhập ở Việt Nam

50 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Trang chủ: TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI TỚI BẤT BÌNH ĐẲNG THU NHẬP Ở VIỆT NAM Hồ Đình Bảo1 Trường Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội, Việt Nam Nguyễn Phúc Hải Trường Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội, Việt Nam Đỗ Quỳnh Anh Trường Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội, Việt Nam Trần Toàn Thắng Trung tâm Thông tin và Dự báo Kinh tế - Xã hội Quốc gia, Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Hà Nội, Việt Nam Ngày nhận: 13/8/2020; Ngày hoàn thành biên tập: 27/8/2020; Ngày duyệt đăng: 7/9/2020 Tóm tắt: Nghiên cứu này phân tích ảnh hưởng của đầu tư trực tiếp nước ngoài (Foreign Direct Investment - FDI) tới bất bình đẳng thu nhập ở Việt Nam, sử dụng dữ liệu bảng cho 63 tỉnh/thành phố trong giai đoạn 2010 - 2018. Kết quả thực nghiệm từ mô hình kinh tế lượng không gian cho thấy FDI có xu hướng làm gia tăng bất bình đẳng thu nhập tại các địa phương, bao gồm cả ảnh hưởng trực tiếp và ảnh hưởng lan tỏa không gian. Phân tích so sánh tiền lương giữa doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp trong nước cũng cho thấy tồn tại sự bất bình đẳng thu nhập. Điều này có thể lý giải bởi nguyên nhân do FDI được phân bổ không đồng đều giữa các tỉnh, vùng kinh tế và được cộng hưởng với tính linh hoạt của dzng lao động di cư. Kết quả nghiên cứu này hàm ý rằng, để đảm bảo phát triển bền vững, chính sách thu hút và sử dụng FDI cần được gắn kết với chính sách an sinh xã hội và giảm thiểu bất bình đẳng thu nhập. Từ khóa: Đầu tư trực tiếp nước ngoài, Bất bình đẳng thu nhập, Kinh tế lượng không gian IMPACTS OF FOREIGN DIRECT INVESTMENT ON INCOME INEQUALITY IN VIETNAM Abstract: This study analyzes the impact of foreign direct investment (FDI) on income inequality in Vietnam, using panel data for 63 provinces for the period of 2010-2018. Empirical result from the spatial econometric model shows that FDI tends to increase income inequality, including both direct and spatial spillover effects. A comparative analysis of wages in FDI and domestic firms also confirms the existence of income inequality. This can be explained by the reason that FDI is unevenly distributed among provinces and economic regions, resonated with the flexibility of the labor migration flow. The research results imply that in order to ensure sustainable development policies to attract and use FDI need to be linked with social security and mitigating income inequality policies. Keywords: Foreign direct investment, Income inequality, Spatial econometrics 1 Tác giả liên hệ, Email: baohd@neu.edu.vn Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 51 1. Giới thiệu chung Trong 30 năm qua, kể từ khi Việt Nam bắt đầu quá trình hội nhập kinh tế quốc tế, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đã có nhiều đóng góp cho sự phát triển kinh tế - xã hội của quốc gia. Trước hết, khu vực FDI đã trở thành một trong những động lực tăng trưởng quan trọng của nền kinh tế và ngày càng thể hiện tác động lớn đối với hoạt động xuất nhập khẩu. Bên cạnh tích cực về kinh tế, khu vực FDI cũng tạo ra nhiều tác động về mặt xã hội, đặc biệt là tới phân phối thu nhập. Tác động của FDI tới bất bình đẳng thu nhập được quan tâm xuất phát từ nhiều nguyên nhân. Thứ nhất, bất bình đẳng thu nhập ảnh hưởng tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế (Cingano, 2014). Thứ hai, sự gia tăng tình trạng bất bình đằng có thể cản trở những tiến bộ cần thiết trong xóa đói giảm nghèo. Cuối cùng, người dân quan tâm tới thu nhập tương đối và thường có mong muốn được sống trong một xã hội hình đẳng (Figini & Gorg, 2006; Sylwester, 2005). Vì vậy, nếu FDI làm tăng bất bình đẳng thu nhập, thì những tác động tích cực của nó đối với tăng trưởng kinh tế sẽ phải đánh đổi bằng tỷ lệ tăng trưởng thấp hơn trong thời kỳ sau đó và các tác động tiêu cực khác về kinh tế và xã hội. Điều này đặc biệt đáng quan ngại đối với các quốc gia đang phát triển, vốn phụ thuộc nhiều vào FDI và việc đảm bảo ổn định xã hội đóng vai trz then chốt trong phát triển kinh tế. Một số nghiên cứu cho thấy khu vực FDI làm giảm bất bình đẳng thu nhập ở Việt Nam. Tuy nhiên số lượng các nghiên cứu về mối quan hệ giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập tại Việt Nam còn hạn chế. Ngoài ra, các nghiên cứu cũng chưa khai thác triệt để mối liên hệ không gian giữa các tỉnh của Việt Nam. Vì thế, trên cở sở mô hình kinh tế lượng không gian, nghiên cứu này tập trung trả lời các câu hỏi sau: (i) FDI tác động như thế nào tới bất bình đẳng thu nhập tại Việt Nam; (ii) Liệu có tồn tại ảnh hưởng không gian của FDI tới bất bình đẳng thu nhập ở các địa phương. Bài viết cứu này có cấu trúc 5 phần: (i) Giới thiệu; (ii) Tổng quan nghiên cứu; (iii) Phương pháp nghiên cứu; (iv) Kết quả; và (v) Kết luận. 2. Tổng quan nghiên cứu Gần 30 năm trở lại đây, nhiều nghiên cứu đề cập đến mối quan hệ FDI với công bằng xã hội, trong đó chỉ ra rằng FDI có thể đem lại nhiều lợi ích cho nền kinh tế nước chủ nhà, nhưng không đồng nghĩa rằng mọi công dân của quốc gia đó sẽ được hưởng lợi ngang bằng nhau. Vấn đề công bằng xã hội thường được phân tích dưới góc độ mức độ bất bình đẳng trong xã hội. Bất bình đẳng xã hội trong các nghiên cứu được đánh giá dưới nhiều khía cạnh khác nhau, nhưng phổ biến nhất là tiếp cận thông qua mức độ bất bình đẳng thu nhập của người dân. Dựa trên kết luận từ các nghiên cứu, các tác giả có thể phân chia thành 4 nhóm nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập: (1) FDI không có tác động tới bất bình đẳng thu nhập; (2) FDI có tác động làm giảm bất bình đẳng thu nhập; (3) FDI có tác động làm tăng bất bình đẳng thu nhập và (4) FDI có mối quan hệ phi tuyến với bất bình đẳng thu nhập. 52 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) 2.1 FDI không có tác động tới bất bình đẳng thu nhập Mundell (1957) đã lập luận rằng, sự hiện diện của FDI thông thường không có tác động rõ ràng lên phân phối thu nhập của quốc gia tiếp nhận và nếu có tác động, nó sẽ có xu hướng làm giảm bất bình đẳng hơn là làm trầm trọng thêm tình trạng này. Từ đó, vai trz của FDI liên quan đến tăng trưởng kinh tế và phân phối thu nhập đã trở thành một chủ đề ngày càng quan trọng, trong bối cảnh đẩy mạnh quá trình toàn cầu hóa lại đây. Kết quả nghiên cứu của Milanovic (2002) phần lớn phù hợp với lập luận của Mundell gần năm mươi năm trước. Tác giả đã sử dụng dữ liệu mảng trên 88 quốc gia trong giai đoạn 1985 - 1998 và thấy rằng FDI không có tác động đến phân phối thu nhập. Ngoài Milanovic (2002), có rất nhiều nhóm tác giả khác sau này đã tìm ra kết quả tương tự. Trong nghiên cứu về mối quan hệ giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập, Hemmer & cộng sự (2005) đã không tìm thấy bất kỳ bằng chứng nào cho thấy rằng FDI sẽ ảnh hưởng đến sự bất bình đẳng ở mức độ chung hay tác động đáng kể đến phân phối thu nhập. Sử dụng dữ liệu trên 29 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1970 - 1989, Sylwester (2005) cũng không tìm thấy bằng chứng về tác động của FDI lên bất bình đẳng thu nhập. Faustino & Vali (2011) đã phân tích mối tương quan giữa bất bình đẳng thu nhập ở các nước OECD và toàn cầu hóa kinh tế, trong đó đo bằng độ mở thương mại và FDI giai đoạn 1995 - 2007. Những phát hiện quan trọng trong nghiên cứu này là sự mở cửa thương mại làm giảm bất bình đẳng thu nhập, trong khi tác động của FDI đến bất bình đẳng là không đáng kể. Franco & Gerussi (2013) đã thực hiện một nghiên cứu quốc tế để phân tích hiệu quả của FDI đối với bất bình đẳng thu nhập tại nhóm 17 quốc gia chuyển đổi. Việt Nam không nằm trong danh sách này, tuy nhiên, nghiên cứu rất đáng quan tâm, vì Việt Nam có nhiều điểm chung với các nền kinh tế chuyển đổi khác. Các tác giả không tìm thấy mối liên hệ trực tiếp giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập, nhưng nhấn mạnh rằng hình thức FDI có thể có tác động tiêu cực đến bất bình đẳng thu nhập. 2.2 FDI có tác động làm giảm bất bình đẳng thu nhập Nghiên cứu của Jensen & Rosas (2007) cho thấy FDI ở Mê-xi-cô trong giai đoạn từ 1990 đến 2000 đã làm giảm bất bình đẳng thu nhập ở cấp tiểu bang. Bhandari (2006) đã đánh giá FDI ở Hoa Kỳ và cho rằng nó có tác động phân phối tích cực, nhưng với sự thay đổi đáng kể giữa các khu vực và thời gian. Herzer & Nunnenkamp (2011) đã sử dụng dữ liệu của 10 nước Châu Âu trong giai đoạn từ 1980 đến 2000 và nhận thấy rằng, trong ngắn hạn FDI tạo sự gia tăng bất bình đẳng thu nhập nhưng trong dài hạn, FDI tăng góp phần trực tiếp hoặc gián tiếp làm giảm mức độ bất bình đẳng thu nhập tại quốc gia đó. Chintrakarn & cộng sự (2012) đã kết luận tương tự rằng FDI ở Hoa Kỳ đã giảm bất bình đẳng nhưng hiệu ứng này một lần nữa không đồng nhất giữa các bang. Mugeni (2015) sử dụng bộ dữ liệu bảng của 153 quốc gia đang phát triển và đã tiến hành từ năm 1995 đến năm 2010 cho thấy rằng vốn FDI cùng với mức độ dân chủ làm giảm bất bình đẳng thu nhập. Bên cạnh đó, kết quả phù hợp với giả định rằng đầu tư nước ngoài làm giảm bất bình đẳng thu nhập ở các quốc gia có mức độ dân chủ cao hơn. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 53 2.3 FDI có tác động làm tăng bất bình đẳng thu nhập Trong phân tích dữ liệu mảng trên 88 quốc gia trong giai đoạn 1967 - 1994, Alderson & Nielsen (1999) đã tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập. Beer & Boswell (2002) tiếp tục sử dụng dữ liệu mảng cho 65 quốc gia từ năm 1980 đến 1995 đã gợi ý rằng sự phụ thuộc vào FDI có thể trở thành vấn đề đối với các quốc gia trong quá trình triển khai cam kết về bất bình đẳng thu nhập. Nhóm tác giả cũng chỉ ra vai trò quan trọng của giáo dục trong cải thiện liên quan đến chất lượng nguồn nhân lực, góp phần phân phối thu nhập đồng đều hơn mà không ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng. Tác động tiêu cực của FDI cũng được tìm thấy trong nghiên cứu của Reuveny & Li (2003), sử dụng dữ liệu của 69 quốc gia trong giai đoạn 1960 - 1996. Choi (2006) đã đưa ra một kết luận tương tự trong nghiên cứu dựa trên 119 quốc gia trong giai đoạn 1993 - 2002 và kết luận rằng sự gia tăng của vốn FDI theo tỷ lệ phần trăm của tổng sản phẩm quốc nội (GDP) có liên quan đến bất bình đẳng thu nhập cao hơn tại các quốc gia này. Trong một nghiên cứu dữ liệu trên 119 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1970 - 1999, Basu & Guariglia (2007) đã phát hiện ra rằng FDI thúc đẩy tăng trưởng nhưng cũng dẫn đến sự gia tăng bất bình đẳng thu nhập ở các nước sở tại. Trong nghiên cứu của Tsai (1995) sử dụng bộ dữ liệu đa quốc gia của 33 nước đang phát triển, kết quả nghiên cứu cho thấy FDI làm gia tăng bất bình đẳng ở một số quốc gia Châu Á. Với hướng nghiên cứu tương tự, Gopinath & Chen (2003) sử dụng mẫu nghiên cứu của 11 quốc gia đang phát triển chỉ ra rằng FDI làm nới rộng khoảng cách tiền lương giữa nhóm lao động có tay nghề và không có tay nghề. Một số nghiên cứu tại một quốc gia cũng chỉ ra rằng FDI dẫn đến bất bình đẳng cao hơn. Jin (2009) đã kiểm định tác động của FDI đến bất bình đẳng thu nhập tại Trung Quốc, sử dụng dữ liệu mảng gồm 25 tỉnh trong giai đoạn 1990 - 2006. Kết luận rằng FDI làm trầm trọng thêm bất bình đẳng ở thành thị nhưng tác động rất ít, không đáng kể đến bất bình đẳng giữa thành thị và nông thôn. Tác giả đã luận giải rằng do cơ cấu FDI tại Trung Quốc chủ yếu tập trung tại các khu vực ven biển nơi mà bất bình đẳng thu nhập thấp hơn nhiều so với các vùng nội địa, nơi ít tiếp nhận được nguồn vốn FDI. Taylor & Driffield (2005) giải thích hiện tượng gia tăng bất bình đẳng này là do các doanh nghiệp FDI thường đzi hỏi kỹ năng cao hơn các doanh nghiệp trong nước, dẫn đến tiền lương của các lao động làm việc trong hai nhóm doanh nghiệp này chênh lệch nhau. Nghiên cứu của Girma & Gorg (2007) tại Anh phát hiện ra rằng các công ty đa quốc gia tại nước này trả lương cho nhân công cao hơn so với các công ty trong nước và thấy rằng chênh lệch thu nhập tiền lương lớn giữa lao động có tay nghề và không có tay nghề ảnh hưởng đến mức độ bất bình đẳng thu nhập tại quốc gia này. Những nghiên cứu này đều gợi ý rằng các công ty nước ngoài có sự khác biệt về nhu cầu lao động so với các công ty nội địa. Các nghiên cứu khác cũng đã chỉ ra mối tương quan thuận chiều giữa FDI và sự bất bình đẳng trong mức lương của lao động có kỹ năng và không có kỹ năng (Atiken & cộng sự, 1996; Te Velde, 2003). Feenstra & Hanson (1997) đưa ra quan điểm rằng nguồn vốn chảy từ các nước phát triển sang các nước đang phát triển thông qua các hoạt động thuê gia công nước ngoài hàm ý các nước phát triển sử dụng chủ yếu các 54 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) lao động trình độ thấp. Bằng việc sử dụng dữ liệu của Mê-xi-cô trong giai đoạn 1975 - 1988, Feenstra & Hanson (1997) phát hiện rằng sự ra tăng thu nhập của lao động có kỹ năng phần lớn được giải thích do vai trò của FDI. 2.4 FDI có mối quan hệ phi tuyến với bất bình đẳng thu nhập Trong một nghiên cứu trên tập mẫu lớn gồm hơn 100 quốc gia phát triển và đang phát triển trong giai đoạn 1980 - 2002, Figini & Gorg (2006) cũng tìm thấy tác động phi tuyến của FDI đến bất bình đẳng thu nhập ở các nước đang phát triển. Hơn nữa, khi nghiên cứu riêng hiệu ứng FDI đối với bất bình đẳng ở các nước OECD và các nước đang phát triển không thuộc OECD (non-OECD), nghiên cứu lại tìm thấy sự khác biệt rõ ràng giữa hai nhóm quốc gia này. Đối với nhóm các nước đang phát triển không thuộc OECD, nghiên cứu cho thấy tác động của FDI đối với bất bình đẳng thu nhập là phi tuyến theo hình chữ U ngược. Cụ thể, ban đầu dòng vốn FDI chảy vào làm tăng mức độ bất bình đẳng thu nhập, nhưng sau đó sự gia tăng dzng vốn FDI lại làm giảm mức độ bất bình đẳng tại các quốc gia này. Tuy nhiên, không tìm thấy bằng chứng ở các nước phát triển. Trong nghiên cứu của Blonigen & Slaughter (2001) đối với các bang ở Hoa Kỳ, hiệu ứng phi tuyến của FDI đối với bất bình đẳng thu nhập giữa nhóm lao động có tay nghề và không tay nghề cũng không có ý nghĩa thống kê. Kết luận không thống nhất từ các nghiên cứu về tác động của FDI đến bất bình đẳng thu nhập tùy thuộc vào các quốc gia/khu vực nghiên cứu, biến đại diện của bất bình đẳng thu nhập được sử dụng, mô hình ước lượng và các biến phụ thuộc, các biến kiểm soát được đưa vào mô hình, phương pháp được sử dụng và thời gian nghiên cứu - do đó mối quan hệ giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập không thể được khái quát trên tất cả các quốc gia/khu vực. Nhìn chung, các nghiên cứu đã chỉ ra sự tồn tại về mối tương quan giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập. Tuy nhiên, cả nghiên cứu lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm đều chưa đi đến sự thống nhất về việc FDI làm tăng hay giảm bất bình đẳng thu nhập. Khái quát lại, cho tới nay, đã có rất nhiều nghiên cứu về tác động của FDI lên bất bình đẳng thu nhập trên những bộ dữ liệu rộng lớn ở nhiều quốc gia hay trên một quốc gia duy nhất, tuy nhiên các kết luận không đồng nhất bởi vì FDI tác động lên các vùng, lãnh thổ theo các cơ chế và đặc điểm khác nhau. Sự khác biệt trong kết quả nghiên cứu tùy thuộc vào sự khác nhau trong khả năng hấp thụ vốn và chiến lược phát triển của mỗi quốc gia tiếp nhận vốn đầu tư nước ngoài. Việc lựa chọn biến đại diện của bất bình đẳng thu nhập được sử dụng, mô hình ước lượng và các biến phụ thuộc, các biến kiểm soát được đưa vào mô hình, kỹ thuật ước lượng được sử dụng khác nhau cũng ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu. Do đó mối quan hệ giữa FDI và bất bình đẳng thu nhập không thể được khái quát trên tất cả các quốc gia/khu vực và cần có nghiên cứu riêng về mối quan hệ này trong bối cảnh Việt Nam. Tại Việt Nam, các nghiên cứu về tác động của FDI lên bất bình đẳng thu nhập còn hạn chế và cũng đưa ra các kết luận không thống nhất. Các nghiên cứu của Nguyễn (2012) và Dương & cộng sự (2017) cho thấy FDI có tác động làm tăng bất bình đẳng thu nhập. Ngược lại, Nguyễn (2016) sử dụng dữ liệu bảng cấp tỉnh cho giai đoạn 2002 - 2012 cho rằng FDI có xu hướng làm giảm bất bình đẳng ở các địa Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 55 phương. Kết luận tương tự được tìm thấy trong nghiên cứu của Chu (2017), tác giả cho rằng FDI làm giảm bất bình đẳng thu nhập bởi vì khu vực này đã tạo ra một số lượng việc làm đáng kể cho lao động phổ thông và lao động có kỹ năng thấp. Nguyễn (2017) cũng chỉ ra rằng mối liên kết giữa các doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp trong nước tại Việt Nam tương đối yếu, do đó hiệu ứng lan tỏa tích cực từ khu vực FDI là hạn chế. Ngoài ra, nghiên cứu của Phan & Đỗ (2019) chỉ ra rằng dòng vốn FDI vào Việt Nam chịu ảnh hưởng nhiều bởi các yếu tố như khoảng cách địa lý, độ mở thương mại, do đó dzng FDI vào Việt Nam đến chủ yếu từ các nước Đông Á với động cơ chủ yếu là tìm kiếm nguồn lao động chi phí thấp. Tác động không gian của FDI lên bất bình đẳng thu nhập là một hướng nghiên cứu mới trên thế giới và chưa được phân tích sâu tại Việt Nam. Bài viết này sử dụng mô hình kinh tế lượng không gian, qua đó cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm về tác động của FDI tới bất bình đẳng thu nhập tại các địa phương, cụ thể là ảnh hưởng của FDI tại một tỉnh tới các địa phương lân cận. 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô hình kinh tế lượng không gian Các nghiên cứu trước đây về tăng trưởng kinh tế, nghèo đói hay bất bình đẳng thu nhập giữa các tỉnh trong phạm vi một quốc gia hay một số quốc gia có cùng vị trí địa lý thường chỉ sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng thông thường. Việc sử dụng số liệu dạng bảng thông thường tuy có xem xét đến đặc điểm riêng giữa các quốc gia hoặc giữa các tỉnh trong cùng một quốc gia nhưng lại bỏ qua mối liên hệ không gian giữa chúng. Tobler (1970) đã chỉ ra rằng dữ liệu mẫu thu thập từ các thực thể gần gũi về mặt địa lý không độc lập mà có tương quan không gian với nhau, có nghĩa là các quan sát ở gần sẽ có xu hướng giống nhau hơn so với các quan sát ở xa. Trong kinh tế lượng không gian, các quan sát lân cận nhau về mặt địa lý có thể có những ảnh hưởng qua lại với nhau, do vậy xảy ra hiện tượng tự tương quan theo không gian (LeSage & Pace, 2009). Có hai dạng tự tương quan (i) tự tương quan của chính bản thân biến phụ thuộc, và (ii) tự tương quan của phần sai số. Do đó, những phương pháp ước lượng truyền thống sẽ không còn phù hợp nữa do vi phạm giả định. Anderson & Van Wincoop (2003) cũng lập luận rằng các địa phương trong cùng một quốc gia thường có mối liên kết chặt chẽ với nhau vì chúng chịu cùng các chính sách của chính phủ, thuận lợi hơn khi thực hiện các giao dịch thương mại so với các tỉnh ở xa nhau về mặt địa lý. Cũng theo Le Gallo & cộng sự (2003), nếu đo lường các mối quan hệ kinh tế mà bỏ qua sự tương quan không gian có thể sẽ dẫn đến các ước lượng bị chệch và không đáng tin cậy. Thực tế cho thấy có rất nhiều đặc điểm của các tỉnh lân cận mà chúng ta không quan sát được hoặc không kiểm soát được trong mô hình có thể thay đổi đồng thời với nhau. Các mô hình lý thuyết thường nhận ra sự tồn tại của các ảnh hưởng không gian, chúng giảm dần khi khoảng cách giữa các đơn vị tăng lên; về mặt thực nghiệm, các mô hình dữ liệu bảng không gian đã trở thành một công cụ phổ biến để đo lường những ảnh hưởng không gian này. 56 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) Mô hình kinh tế lượng không gian cho dữ liệu bảng có dạng tổng quát sau: ݕ௜௧ = ߙ + ߩ ෍ ݓ௜௝ ௡ ௝ୀଵ ݕ௜௧ + ෍ ݔ௜௧௞ ௄ ௞ୀଵ ߚ௞ + ෍ ෍ ݓ௜௝ ௡ ௝ୀଵ ௄ ௞ୀଵ ݔ௝௧௞ߠ௞ + ߬௜ + ߦ௧ + ݒ௜௧ (1) ݒ௜௧ = ߣ ෍ ݉௜௝ ௡ ௝ୀଵ ݒ௜௧ + ߝ௜௧ ߝ~(0, ߪଶܫ) Trong đó:  y là biến phụ thuộc;  x là biến độc lập;  ߙ là hệ số chặn;  ߚ là hệ số ước lượng tác động;  w là ma trận không gian, thể hiện mối liên hệ không gian giữa các đơn vị;  ߩ là tham số tự tương quan không gian của biến phụ thuộc;  ߠ là hiệu ứng tương tác ngoại sinh của các khu vực lân cận của biến giải thích;  m là các phần tử trong ma trận không gian;  τ, ߦ, ݒ, ߝ là nhiễu của mô hình;  i và t lần lượt là các chỉ số chỉ địa phương i và năm t. 3.1.1 Lựa chọn dạng mô hình kinh tế lượng không gian Các dạng mô hình hồi quy không gian bao gồm: mô hình tự tương quan không gian SAC (Spatial Autocorrelation Model); mô hình Durbin không gian SDM (Spatial Durbin Model); mô hình tự hồi quy không gian SAR (Spatial Autoregressive model); mô hình sai số không gian SEM (Spatial Error Model), và mô hình không gian ảnh hưởng ngẫu nhiên tổng quát GSPRE (Generalised Spatial Panel Random Effects Model). Định dạng mô hình phụ thuộc vào giá trị tham số trong mô hình tổng quát, cụ thể: Nếu ߠ = 0 mô hình trở thành mô hình SAC Nếu ߣ = 0 mô hình trở thành mô hình SDM Nếu ߠ = 0 và ߣ = 0 mô hình trở thành mô hình SAR Nếu ߩ = 0 và ߠ = 0 mô hình trở thành mô hình SEM Nếu ߩ = 0 , ߠ = 0 và ߬௜ = ߰ ∑ ݓ௜௝௡௝ୀଵ ߬௜ + ߞ௜ mô hình trở thành mô hình GSPRE 3.1.2 Các bước ước lượng mô hình kinh tế lượng không gian Theo LeSage & Pace (2009) và Elhorst (2010), mô hình SDM được chỉ định là mô hình dạng tổng quát và sau đó thực hiện các kiểm định giữa các mô hình để lựa chọn được mô hình phù hợp. Các bước thực hiện như sau: Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 57 - Xây dựng ma trận không gian dựa trên phần mềm Geoda - Ước lượng mô hình SDM - Kiểm định lựa chọn mô hình + Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình ảnh hưởng cố định hoặc ảnh hưởng ngẫu nhiên. + Kiểm định lựa chọn dạng mô hình không gian: Ngoài kiểm định đỗ trễ không gian của biến phụ thuộc, trong phần này sử dụng các tiêu chí để kiểm định lựa chọn mô hình nào trong các mô hình kinh tế lượng không gian như SDM, SAR, SEM, SAC và GSPRE. - Ước lượng mô hình không gian đã chọn 3.1.3 Ảnh hưởng biên trực tiếp, gián tiếp và tổng thể Trong mô hình kinh tế lượng không gian cho phép xem xét cấu trúc phức tạp của biến phụ thuộc với các biến giải thích. Biến giải thích có thể trực tiếp tác động tới biến phụ thuộc của một địa phương và cũng có thể tác động gián tiếp, hay còn gọi là tác động lan tỏa không gian, tới biến phụ thuộc của các địa phương khác. Ảnh hưởng biên tổng thể được đo lường bằng tổng của ảnh hưởng trực tiếp và ảnh hưởng gián tiếp. Ảnh hưởng biên tổng thể được xác định theo công thức sau (Elhorst, 2017; Belotti & cộng sự, 2017): ൤ ߲ݕ ߲ݔ௡௞ ൨ = (ܫ − ߩܹ)ିଵ ۏ ێ ێ ێ ێ ۍ ߚ௞ ݓଶଵߠ௞ ⋮ ݓ௡ଵߠ௞ ݓଵଶߠ௞ ߚ௞ ⋮ ݓ௡ଶߠ௞ ⋯ ⋯ ⋱ ⋯ ݓଵ௡ߠ௞ ݓଶ௡ߠ௞ ⋮ ߚ௞ ے ۑ ۑ ۑ ۑ ې = (ܫ − ߩܹ)ିଵ(ߚ௞ܫ௡ + ߠ௞ܹ) (2) Ảnh hưởng trực tiếp được tính toán bằng trung bình các thành phần trên đường chéo của (ܫ − ߩܹ)ିଵ(ߚ௞ܫ௡ + ߠ௞ܹ). Trong khi đó, ảnh hưởng gián tiếp được tính bằng trung bình theo hàng của các thành phần nằm ngoài đường chéo chính trong ma trận này. 3.2 Xây dựng ma trận không gian Các tác giả xây dựng ma trận không gian dựa trên cách lấy các tỉnh là các đơn vị không gian. Ở Việt Nam với 63 tỉnh thành và có đặc điểm trải dài trong nghiên cứu lựa chọn tỉnh là đơn vị không gian với đơn vị hành chính tại trụ sở ủy ban nhân dân tỉnh là vị trí địa lý. Như vậy, có thể xác định ma trận trọng số bằng cách lấy một điểm trung tâm là đơn vị hành chính tại trụ sở ủy ban nhân dân tỉnh. Đối với điểm trung tâm dựa trên vị trí địa lý ở bản đồ ta xác định được kinh độ và vĩ độ của điểm trung tâm đó để có thể gán tọa độ cho các điểm trung tâm đó. Sử dụng khoảng cách Euclidian trong không gian hai chiều theo công thức như sau: ݀௜௝ = ݀൫ݏ௜, ݏ௝൯ = ට(ݏ௜ − ݏ௝)்(ݏ௜ − ݏ௝) 58 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) Trong đó, ݀௜௝ là khoảng cách hai điểm ݏ௜ và ݏ௝. Hai tỉnh i và j được gọi là lân cận nếu thỏa mãn một trong hai điều kiện sau: nếu 0 ≤ ݀௜௝ < ݀∗ , ݀∗ là khoảng cách ngưỡng và nếu ݀௜௝ = min(݀௜௞), ∀݅, ݇. Đặt là tập tất cả các tỉnh lân cận của tỉnh i. Khi đó ma trận trọng số nhị phân là ma trận gồm các phần tử được xác định như sau: ݓ௜௝ = ൜ 1 nếu ݆ ∈ ܰ(݅) 0 trường hợp khác Đặt ߟ௝ = ∑ ݓ௜௝௜ và ݓ௜௝∗ = ௪೔ೕ ఎೕ , khi đó ܹ∗ = ൣݓ௜௝∗ ൧௡×௡ được gọi là ma trận trọng số theo không gian dạng nhị phân đã chuẩn hóa theo hàng. 3.3 Dữ liệu và biến số Phạm vi thời gian của nghiên cứu là giai đoạn 2010 - 2018, phạm vi không gian là 63 tỉnh/thành phố của Việt Nam. Để đo lường bất bình đẳng thu nhập, nhóm nghiên cứu sử dụng chỉ số Gini. Ngoài biến giải thích là vốn FDI thực hiện, chúng tôi sử dụng biến tỷ lệ đầu tư công trên tổng sản phẩm địa phương (GRDP) để kiểm soát tác động của các chính sách tại một quốc gia tới bất bình đẳng thu nhập. Các số liệu kể trên được thu thập từ Tổng cục thống kê và các Cục thống kê tỉnh/thành phố tại Việt Nam. 4. Kết quả 4.1 Kiếm định lựa chọn mô hình Nhóm nghiên cứu thực hiện ước lượng mô hình Durbin không gian theo dạng ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng ngẫu nhiên và thực hiện kiểm định Hausman cho hai mô hình này. Kết quả kiểm định Hausman cho thấy giá trị Prob>chi2 = 0,2299, không bác bỏ giả thiết H0 là mô hình Durbin không gian ngẫu nhiên được lựa chọn. Do vậy, mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên được lựa chọn trong trường hợp này. Kết quả kiểm định độ trễ không gian của biến phụ thuộc cho thấy giá trị chi2(1) = 17,81 và Prob>chi2 = 0,5624, do đó không bác bỏ giả thiết H0 là không có độ trễ không gian của biến phụ thuộc. Do vậy, mô hình không có độ trễ không gian của biến phụ thuộc. Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình SAR và SDM cho thấy giá trị chi2(2) = 0,03 và Prob>chi2 = 0,9853, do vậy không bác bỏ giả thiết H0 là lựa chọn mô hình SAR. Do đó, mô hình SAR được lựa chọn là mô hình sử dụng trong phân tích. Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình SEM và SAR cho thấy giá trị của chi2(2) = 0,04 và Prob>chi2 = 0,9788, do đó không bác bỏ giả thiết H0 là lựa chọn mô hình SEM. Do vậy, mô hình SEM được lựa chọn để phân tích tác động của các yếu tố tới bất bình đẳng thu nhập. Kiểm định lựa chọn giữa các mô hình SAC, GSPRE và SEM được dựa trên thống kê BIC và AIC (Belotti & cộng sự, 2017). Theo đó, nếu mô hình nào có giá trị tuyệt đối BIC và AIC nhỏ hơn sẽ được coi là mô hình phù hợp và được sử dụng để phân tích.  N i Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 59 Bảng 1. Giá trị AIC và BIC trong các mô hình SEM, SAC, GSPRE Mô hình SEM Mô hình SAC Mô hình GSPRE AIC BIC AIC BIC AIC BIC -17,024 -16,982 -16,813 -15,112 -17,653 -16,271 Nguồn: Tính toán của các tác giả Bảng 1 cho thấy mô hình SAC có giá trị AIC và BIC là nhỏ nhất. Do vậy, mô hình SAC là mô hình được đánh giá là tốt hơn hai mô hình czn lại và được lựa chọn để sử dụng trong phân tích. 4.2 Kết quả ước lượng mô hình kinh tế lượng không gian SAC Bảng 2 trình bày kết quả ước lượng của mô hình kinh tế lượng không gian SAC. Kết quả thu được cho thấy các hệ số phản ánh tương quan không gian là ߩ và ߣ đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số tác động của các biến độc lập cũng có ý nghĩa thống kê, tuy nhiên đây không phải là ảnh hưởng biên của biến độc lập tới biến phụ thuộc. Tác động biên của các biến độc lập tới bến phụ thuộc được tính theo phương trình (2). Bảng 2. Kết quả ước lượng theo mô hình SAC Biến Hệ số Main Đầu tư công/GRDP 0,0611*** FDI -0,0081*** Spatial Rho 0,6509*** lambda -0,7950*** Variance sigma2_e 0,0029*** Chú thích: *** p < 0,01 Nguồn: Tính toán của các tác giả Bảng 3 trình bày kết quả ước lượng tác động trực tiếp, tác động gián tiếp và tác động tổng thể của đầu tư công và FDI đến chỉ số bất bình đẳng về thu nhập, tất cả các hệ số đều có ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng, các biến số được lựa chọn trong mô hình có tồn tại ảnh hưởng biên trực tiếp, gián tiếp và tổng thể khi có yếu tố không gian được xem xét trong mô hình. Cụ thể, đối với ảnh hưởng biên trực tiếp (trung bình thành phần đường chéo trong ma trận không gian) chỉ ra đầu tư công/GRDP có dấu (-) và FDI có dấu (+), nghĩa là đầu tư công có tác động tích cực làm giảm sự bất bình đẳng về thu nhập và FDI có thể làm gia tăng bất bình đẳng về thu nhập. Tương tự, trong trường hợp xem xét ảnh hưởng biên gián tiếp (trung bình theo hàng các thành phần nằm ngoài đường chéo chính của ma trận không gian) cũng cho thấy tác động lan tỏa không gian, cụ thể là đầu tư công tại một tỉnh có thể làm giảm bất bình đẳng về thu nhập tại các địa phương khác, trong khi FDI tại một tỉnh lại làm gia tăng 60 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) bất bình đẳng về thu nhập tại các địa phương khác. Như vậy có thể thấy, trong mô hình kinh tế lượng không gian đang xem xét không những tồn tại ảnh hưởng trực tiếp của biến độc lập tới chỉ số bất bình đẳng về thu nhập của tỉnh và còn ảnh hưởng gián tiếp tới các chỉ số bất bình đẳng về thu nhập của các tỉnh khác. Bảng 3. Ảnh hưởng biên trực tiếp, gián tiếp và tổng thể Biến Biến phụ thuộc hệ số Gini Ảnh hưởng biên trực tiếp Đầu tư công/GRDP -0,0092*** FDI 0,0690*** Ảnh hưởng biên gián tiếp Đầu tư công/GRDP -0,0123*** FDI 0,0909*** Ảnh hưởng biên tổng thể Đầu tư công/GRDP -0,0215*** FDI 0,1599*** Chú thích: *** p < 0,01 Nguồn: Tính toán của các tác giả Đầu tư công có ảnh hưởng tích cực tới giảm bất bình đẳng thu nhập có thể được giải thích là do hoạt động này giúp cải thiện hạ tầng của các địa phương, tạo ra ảnh hưởng tích cực không chỉ tới địa phương đó mà czn tới cả các tỉnh lân cận. Ảnh hưởng làm tăng bất bình đẳng thu nhập của FDI có thể được giải thích là do các doanh nghiệp FDI thường đzi hỏi kỹ năng lao động tốt hơn và yêu cầu kỷ luật lao động cao hơn so với doanh nghiệp trong nước. Do đó, tiền lương trong khối doanh nghiệp FDI thường cao hơn tiền lương cho lao động thuộc khối doanh nghiệp khác, vì vậy, tạo ra hiện tượng bất bình đẳng thu nhập. Kết quả này khá tương đồng với kết luận từ các nghiên cứu của Taylor & Driffield (2005), Jin (2009). 4.3 So sánh tiền lương tại doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp trong nước Để kiểm chứng kết quả phân tích định lượng về ảnh hưởng của FDI làm tăng bất bình đẳng thu nhập tại các địa phương, các tác giả thực hiện so sánh tiền lương tại doanh nghiệp FDI với các doanh nghiệp trong nước. Hình 1. Tỷ lệ lương khu vực doanh nghiệp FDI với lương doanh nghiệp tại Việt Nam Nguồn: Tính toán của các tác giả từ số liệu điều tra doanh nghiệp 2.10 1.83 1.57 1.50 1.40 1.35 1.30 1.20 1.22 1.25 1.19 1.39 1.38 1.44 1.61 1.30 1.43 1.24 1.28 0.00 0.50 1.00 1.50 2.00 2.50 2000200120022003200420052006200720082009201020112012201320142015201620172018 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 61 Kết quả tính toán của nhóm nghiên cứu cũng cho thấy có sự chênh lệch về mức lương trung bình của doanh nghiệp FDI cao hơn doanh nghiệp trong nước, tuy nhiên có khác biệt giữa các giai đoạn. Cụ thể, tỉ lệ mức lương trung bình của khu vực doanh nghiệp FDI so với doanh nghiệp trong nước giảm mạnh trong giai đoạn 2000 - 2010; sau đó tiếp tục tăng lên trong giai đoạn 2010 - 2014, rồi lại giảm trong giai đoạn 2014 - 2018 (Hình 1). Hình 2. Mức lương trung bình của lao động Việt Nam năm 2018 (triệu đồng/người) giá hiện hành Ghi chú: Mức lương trung bình của lao động theo giá hiện hành Nguồn: Tính toán của các tác giả từ số liệu Điều tra doanh nghiệp Phân tích số liệu của Việt Nam cũng cho thấy FDI có thể gây ra bất bình đẳng giữa các vùng, khi mức lương trung bình của các vùng thu hút được FDI lớn nhất là Đồng bằng sông Hồng và Đông Nam Bộ cũng cao hơn đáng kể so với các vùng còn lại. Bất bình đẳng thu nhập theo vùng không chỉ thể hiện khác biệt về mức lương của các doanh nghiệp FDI giữa các vùng mà cả mức lương của các doanh nghiệp trong nước (Hình 2). Mặc dù vậy, khoảng cách thu nhập giữa các vùng giàu nhất (Đồng bằng sông Hồng và Đông Nam Bộ) và các vùng nghèo nhất (Tây Nguyên, Đồng bằng sông Cửu Long và Trung du và miền núi phía Bắc) có sự thu hẹp trong giai đoạn 2010 - 2018, chủ yếu liên quan đến thu hẹp chênh lệch lương của khu vực FDI giữa các vùng (chênh lệch lương giữa vùng giàu nhất và nghèo nhất) giảm từ 1,8 lần vào năm 2010 xuống 1,57 lần vào 2018. Bên cạnh đó, sự cải thiện mạnh mẽ về mức lương doanh nghiệp tại khu vực Trung du Bắc Bộ và miền núi phía Bắc cũng là nguyên nhân khiến khoảng cách thu nhập giảm. Một số tỉnh thuộc vùng này như Thái Nguyên và Quảng Ninh đã có sự vươn lên mạnh mẽ trong những năm qua. Thái Nguyên đã thu hút đầu tư nước ngoài của nhiều tập đoàn lớn, đặc biệt là Samsung vào năm 2013, nhờ vậy đã giúp thúc đẩy phát triển kinh tế của vùng và giảm khoảng cách phát triển của khu vực Trung du và miền núi phía Bắc với các vùng kinh tế khác trong cả nước. Như vậy, phân tích so sánh tiền lương tại doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp trong nước cũng cho thấy rằng đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam có xu hướng 107.03 75.91 81.43 82.04 121.58 55.16 92.40 68.81 62.97 58.66 90.53 61.33 0.00 20.00 40.00 60.00 80.00 100.00 120.00 140.00 Đồng bằng sông Hồng Trung du Bắc bộ và Miền núi phía Bắc Trung du và Duyên hải miền Trung Tây Nguyên Đông Nam Bộ Đồng bằng sông Cửu Long DNFDI DN trong nước 62 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) làm gia tăng bất bình đẳng thu nhập. Hiện tượng này xảy ra không chỉ giới hạn trong phạm vi địa phương, mà czn được thể hiện rõ nét giữa các vùng kinh tế. 5. Kết luận Kết quả phân tích từ mô hình kinh tế lượng không gian cho thấy FDI có tác động làm tăng bất bình đẳng thu nhập tại các tỉnh của Việt Nam, bao gồm cả ảnh hưởng trực tiếp và ảnh hưởng lan tỏa không gian. Điều này có thể xuất phát từ việc doanh nghiệp FDI thường đặt ra những yêu cầu cao hơn đối với kỹ năng và kỷ luật của người lao động. Ảnh hưởng lan tỏa không gian của FDI tới bất bình đẳng thu nhập có thể được giải thích do tính linh hoạt cao trong dịch chuyển lao động giữa các địa phương. Bức tranh tiền lương tại các doanh nghiệp ở Việt Nam cũng cho thấy sự tồn tại của bất bình đẳng thu nhập giữa các loại hình doanh nghiệp và giữa các vùng kinh tế. Đặt trong bối cảnh dòng vốn FDI tập trung chủ yếu ở 2 vùng Đồng bằng sông Hồng và Đông Nam Bộ (chiếm hơn 70% lượng vốn FDI đăng ký của cả nước), thì vấn đề bất bình đẳng thu nhập giữa các vùng của Việt Nam có thể làm trầm trọng hơn. Với một quốc gia đang phát triển như Việt Nam, việc đảm bảo công bằng xã hội nói chung, giảm thiểu bất bình đẳng thu nhập nói riêng, đóng vai trz quan trọng trong việc ổn định xã hội, hướng tới phát triển bền vững. Do vậy, chúng tôi cho rằng chính sách thu hút và sử dụng FDI của Việt Nam cần được gắn với chính sách an sinh xã hội, giảm thiểu bất bình đẳng thu nhập. Lời cảm ơn Nghiên cứu này là sản phẩm của Đề tài khoa học cấp Nhà nước KX.01.28/16-20 “Phát triển khu vực đầu tư trực tiếp nước ngoài trong thực hiện chiến lược phát triển bền vững của Việt Nam” do PGS.TS Hồ Đình Bảo làm chủ nhiệm. Tài liệu tham khảo Aitken, B., Harrison, A. & Lipsey, R. (1996), “Wages and foreign ownership: a comparative study of Mexico, Venezuela, and the United States”, Journal of International Economics, Vol. 40, No. 3 - 4, pp. 345 - 371. Alderson, A.S. & Nielsen, F. (1999), “Income inequality, development, and dependence: a reconsideration”, American Sociological Review, Vol. 64 No. 4, pp. 606 - 631. Anderson, J.E. & Van Wincoop, E. (2003), “Gravity with gravitas: a solution to the border puzzle”, American Economic Review, Vol. 93 No. 1, pp. 170 - 192. Basu, P. & Guariglia, A. (2007), “Foreign direct investment, inequality, and growth”, Journal of Macroeconomics, Vol. 29 No. 4, pp. 824 - 839. Beer, L. & Boswell, T. (2002), “The resilience of dependency effects in explaining income inequality in the global economy: a cross-national analysis, 1975 - 1995”, Journal of World-Systems Research, Vol. 8 No. 1, pp. 30 - 59. Belotti, F., Hughes, G. & Mortari, A.P. (2017), “Spatial panel-data models using Stata”, The Stata Journal, Vol. 17 No. 1, pp. 139 - 180. Bhandari, B. (2006), “Effect of inward foreign direct investment on income inequality in transition countries”, Journal of Economic Integration, Vol. 22 No. 4, pp. 888 - 928. Blonigen, B. & Slaughter, M.J. (2001), “Foreign-affiliate activity and U.S. skill upgrading”, The Review of Economics and Statistics, Vol. 83 No. 2, pp. 362 - 376. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) | 63 Cingano, F. (2014), “Trends in income inequality and its impact on economic growth”, Employment and Migration Working Papers No. 163, OECD Social. Chintrakarn, P., Herzer, D. & Nunnenkamp, P. (2012), “FDI and income inequality: evidence from a panel of US states”, Economic Inquiry, Vol. 50 No. 3, pp. 788 - 801. Choi, C. (2006), “Does foreign direct investment affect domestic income inequality”, Applied Economics Letters, Vol. 13 No. 12, pp. 811 - 814. Chu, M.H. (2017), Tác động của phát triển tài chính đến bất bình đẳng về thu nhập ở Việt Nam, Luận án Tiến sỹ kinh tế, Viện Nghiên cứu Quản lý kinh tế Trung ương. Dương, Q.N., Nguyễn, P.H.N. & Cao, M.T. (2017), “Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến bất bình đẳng thu nhập”, Tạp chí Công Thương, dong-cua-dau-tu-truc-tiepnuoc-ngoai-den-bat-binh-dang-thu-nhap-49595.htm, truy cập ngày 01/08/2020. Elhorst, J.P. (2017), Spatial panel data analysis, Springer, Cham. Elhorst, J.P. (2010), “Applied Spatial Econometrics: Raising the Bar”, Spatial Economic Analysis, Vol. 5 No. 1, pp. 9 - 28. Faustino, H. & Vali, C. (2011), “The effects of globalization on OECD income inequality: a static and dynamic analysis”, Department of Economics Working Papers No. 12/2011/DE, ISEG Departamento de Economia. Feenstra, R. & Hanson, G. (1997), “Foreign direct investment and relative wages: evidence from Mexico’s maquiladoras”, Journal of International Economics, Vol. 42 No. 3 - 4, pp. 371 - 393. Figini, P. & Görg, H. (2006), “Does foreign direct investment affect wage inequality? An empirical investigation”, IZA Discussion Papers No. 2336, Institute of Labor Economics (IZA). Franco, C. & Gerussi, E. (2013), “Trade, foreign direct investments (FDI) and income inequality: Empirical evidence from transition countries”, The Journal of International Trade & Economic Development, Vol. 22 No. 8, pp. 1131 - 1160. Girma, S. & Gorg, H. (2007), “Evaluating the foreign ownership wage premium using a difference-in-differences matching approach”, Journal of International Economics, Vol. 72 No. 1, pp. 97 - 112. Gopinath, M. & Chen, W. (2003), “Foreign direct investment and wages: a cross - country analysis”, Journal of International Trade and Economic Development, Vol. 12 No. 3, pp. 285 - 309. Hemmer, H., Krüger, R. & Seith, J. (2005), “Foreign direct investment and income inequality revisited”, Aspects of International Economics, Vol. 32, pp. 97 - 115. Herzer, D. & Nunnenkamp, P. (2011), “FDI and income inequality: evidence from Europe”, Kiel Working Papers No 1675, Kiel Institute for the World Economy (IfW). Jensen, N. & Rosas, G. (2007), “Foreign direct investment and income inequality in Mexico, 1990 - 2000”, International Organization, Vol. 61 No. 3, pp. 467 - 487. Jin, F. (2009), “Foreign Direct Investment and Income inequality in China”, Seoul Journal of Economics, Vol. 22 No. 3, pp. 311 - 339. Le Gallo, J., Baumont, C. & Ertur, C. (2003), “Spatial convergence clubs and the european regional growth process, 1980 - 1995”, pp. 131 - 158, European Regional Growth, University of Burgundy, France. LeSage, J. & Pace, R. (2009), Introduction to spatial econometrics, New York: Chapman and Hall/CRC. Milanovic, B. (2002), “Can we discern the effect of globalization on income distribution? Evidence from household budget surveys”, World Bank Policy Research Working Paper No. 2876. 64 | Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 131 (09/2020) Mugeni, S. (2015), Foreign investment, democracy and income inequality: empirical evidence, Master’s Thesis, Department of Economics, University of Ottawa. Mundell, R. (1957), “International trade and factor mobility”, American Economic Review, Vol. 47 No. 3, pp. 321 - 335. Nguyễn, T.H. (2016), Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến chênh lệch giàu nghèo ở Việt Nam, Luận án tiến sĩ kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân. Nguyễn, T.T.H. (2012), Tác động của hội nhập quốc tế lên bất bình đẳng thu nhập nông thôn - thành thị tại Việt Nam, Luận án Tiến sỹ kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân. Nguyễn, T.T.V. (2017), “Liên kết giữa các doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp Việt Nam: hình thức liên kết và tác động tới doanh nghiệp Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế đối ngoại, Số 99, tr. 1-15. Phan, A.T & Đỗ, T.H. (2019), “Tác động của khoảng cách, quy mô thị trường và dòng vốn FDI vào Việt Nam giai đoạn 2006-2015 - Ứng dụng mô hình lực hấp dẫn”, Tạp chí Kinh tế đối ngoại, Số 114, tr. 14-26. Reuveny, R. & Li, Q. (2003), “Economic openness, democracy and income inequality: an empirical analysis”, Comparative Political Studies, Vol. 36 No. 5, pp. 575 - 601. Sylwester, K. (2005), “Foreign direct investment, growth and income inequality in less developed countries”, International Review of Applied Economics, Vol. 19 No. 3, pp. 289 - 300. Taylor, K. & Driffield, N. (2005), “Wage inequality and the role of multinationals: evidence from UK panel data”, Labour Economics, Vol. 12 No. 2, pp. 223 - 249. Te Velde, D. (2003), “Foreign direct investment and income inequality in Latin America experiences and policy implications”, Working Paper, Overseas Development Institute. Tobler, W.R. (1970), “A computer movie simulating urban growth in the detroit region”, Economic Geography, Vol. 46 No. 1, pp. 234 - 240. Tsai, P. (1995), “Foreign direct investment and income inequality: further evidence”, World Development, Vol. 23 No. 3, pp. 469 - 483.